Soutenance mémoire
Famille et déviance à l’adolescence
Facteurs associés à divers sous-groupes de jeunes déviants suivis en vertu de la protection de la jeunesse (Article 1)
En voie d’être soumis à la Revue de psychoéducation
Facteurs associés à divers sous-groupes de jeunes déviants suivis en vertu de la Loi sur la protection de la jeunesse
Résumé
Il est généralement reconnu qu’il existe différents sous-groupes de jeunes qui commettent de la déviance, variant entre autres selon le type de conduites déviantes commises (Loeber & Burke, 2011; Moffit, 1993). Parmi ces divers sous-groupes, les jeunes violents attirent particulièrement l’attention de la part de la communauté scientifique. Par contre, à l’heure actuelle, les sous-groupes de jeunes qui adoptent à la fois des conduites déviantes violentes et non violentes ont été peu étudiés (Colins, Vermeiren, Schuyten, & Broekaert, 2009; Mulder, Vermunt, Brand, Bullens, & van Marle, 2012; Vaughn, Salas-Wright, de Lisi, & Maynard, 2014). L’objectif de la présente étude est d’examiner les divers sous-groupes de jeunes déviants, particulièrement ceux qui adoptent des conduites déviantes violentes et non violentes, chez 178 jeunes suivis en vertu de la Loi sur la protection de la jeunesse (LPJ) pour troubles de comportement (TC) sérieux et d’identifier les caractéristiques familiales et individuelles associées à l’appartenance à chacun de ces sous-groupes. Les jeunes et leurs parents ont rempli un questionnaire afin de documenter l’adoption de conduites déviantes ainsi que les caractéristiques familiales et individuelles des jeunes. Des données extraites de la base de données informatisées des centres jeunesse ont documenté la présence de maltraitance, de toxicomanie et de conduites déviantes sanctionnées par les autorités en vertu de la Loi sur le système de justice pénale pour adolescents (LSJPA). Les analyses de comparaison et de variance univariée révèlent que comparativement aux autres jeunes, les jeunes ayant commis à la fois des conduites violentes et non violentes adoptent généralement un plus grand nombre de conduites liées aux conflits avec l’autorité, de conduites non violentes et de conduites violentes et sont plus susceptibles d’obtenir un score global de délinquance non violente et un score global de délinquance violente plus élevés. Une analyse de régression logistique multinomiale révèle que par rapport aux jeunes des autres sous-groupes, ceux qui adoptent à la fois des conduites déviantes violentes et non violentes sont plus susceptibles d’être de sexe masculin, d’avoir des problèmes reliés à la toxicomanie et de rapporter des taux plus faibles de supervision parentale. La présente étude confirme la nécessité de considérer l’adoption de déviance violente et non violente dans les recherches futures et l’importance d’adapter les services en fonction des types de conduites déviantes commises et des besoins spécifiques de chaque famille.
Mots clés : déviance, sous-groupes, adolescence, caractéristiques familiales.
Introduction
Les conduites déviantes des adolescents sont au cœur des préoccupations sociales actuelles, étant associées à des conséquences sévères pour le jeune et pour la société (Albert & Steinberg, 2011; Cohen & Piquero, 2009). Ces conduites comprennent à la fois les conduites jugées par les adultes comme étant inadaptées pour un mineur telles que les conflits avec l’autorité et les délits sanctionnés par les autorités comme les actes de violence physique et les crimes contre les biens, qualifiés de non violents (Morizot & Kazemian, 2015; Leblanc, 2003; 2010). Il est généralement reconnu qu’il existe différents sous-groupes de jeunes qui commettent de la déviance, variant entre autres selon le type de conduites commises (Loeber & Burke, 2011; Moffit, 1993). Ainsi, certains jeunes se livrent d’emblée à des conduites déviantes violentes alors que d’autres se cantonnent à des conduites non violentes.
Au sein des études ayant exploré les sous-groupes de jeunes déviants, il a été démontré qu’entre 42 et 66% des jeunes qui adoptent des conduites déviantes violentes s’engagent aussi dans des conduites non violentes (Brame, Mulvey, Piquero, & Schubert, 2014; Elonheimo et al., 2014; Kjelsberg, 2002; MacDonald, Haviland, & Morral, 2009). Par contre, à l’heure actuelle, plusieurs études de ce domaine sont réalisées à partir d’échantillons provenant de la population générale. Conséquemment, de faibles proportions de jeunes commettant des actes violents sont observées dans ces études, nuisant à l’identification de catégories distinctes de jeunes violents (violents seulement contre à la fois violents et non violents). De fait, environ 15% des jeunes torontois âgés entre 12 et 14 ans ont rapporté avoir commis au moins un acte violent au cours de l’année précédant l’enquête (Fitzgerald, 2009). Cette proportion est encore plus faible lorsqu’il est question de délits connus des policiers. Plus précisément, en 2013, 1 405 adolescents canadiens sur 100 000, soit 1.41%, étaient reconnus comme auteurs présumés de crimes violents (Boyce, Cotter, & Perreault, 2014). Ainsi, le portrait des adolescents commettant à la fois des conduites déviantes violentes et non violentes demeure peu approfondi.
Lai et collaborateurs (2016) ont récemment voulu pallier cette lacune en étudiant ce phénomène au sein d’un échantillon de jeunes délinquants asiatiques ayant entre 12 et 18 ans. Leurs résultats confirment l’existence de sous-groupes distincts de jeunes violents et révèlent que les jeunes qui s’engagent à la fois dans des délits violents et non violents sont à plus haut risque de déviance persistante que ceux qui commettent uniquement des délits violents ou non violents en raison de leur jeune âge, leur plus grand nombre de facteurs de risque et leur plus haut taux de récidive. Il importe de poursuivre l’avancement des connaissances portant sur l’adoption conjointe de conduites déviantes violentes et non violentes, notamment pour vérifier si des résultats similaires seraient retrouvés dans d’autres échantillons de jeunes à risque de déviance.
Plusieurs états américains et certaines provinces canadiennes, dont le Québec, ont pris des dispositions particulières afin d’intervenir auprès des jeunes qui ont des problèmes de comportement sérieux. Au Québec, ces jeunes peuvent être pris en charge en vertu de la Loi sur la protection de la jeunesse (LPJ) pour troubles de comportement (TC) sérieux. Aux États-Unis, les jeunes sont reconnus comme status offenders, jeunes turbulents ou jeunes en besoin de supervision. Ces jeunes ont tous entamé une trajectoire de déviance, étant suivis entre autres en raison de conduites violentes ou agressives dirigées contre autrui ou contre eux-mêmes, de consommation abusive de drogue ou de fugue. La présente étude s’intéresse aux divers sous-groupes de jeunes déviants de jeunes suivis en vertu de la LPJ pour TC sérieux.
Sous-groupes de jeunes adoptant des conduites déviantes
Pour les tenants de l’approche développementale, il existe plusieurs sous-groupes d’individus au sein de la population, chaque groupe empruntant des profils distincts de conduites déviantes et possédant des caractéristiques spécifiques (Morizot & Kazemian, 2015; Siegel & Welsh, 2014). C’est entre autres le cas de Moffit (1993) qui postule que les individus peuvent emprunter deux trajectoires au cours de leur vie (la délinquance qui persiste au cours de la vie et la délinquance limitée à l’adolescence). Plus précisément, la délinquance qui persiste au cours de la vie se présenterait chez des jeunes qui commettent une variété de délits alors que la délinquance limitée à l’adolescence serait plutôt empruntée par des jeunes qui s’engageraient momentanément dans un type de conduites déviantes davantage liées à l’âge (consommation d’alcool, fugue, vols mineurs).Loeber et ses collaborateurs (1993) ont aussi proposé un modèle qui identifie divers profils de jeunes selon le type de conduites déviantes commises. Ces chercheurs reconnaissent que certains jeunes se spécialisent au sein d’un seul type de conduites déviantes en se limitant à des conflits avec l’autorité, à des conduites déviantes clandestines (c.-à-d. conduites non violentes) ou à des conduites déviantes manifestes (c.-à-d. conduites violentes). Loeber et ses collaborateurs (1993) reconnaissent également que pour certains jeunes, le profil de déviance est marqué par l’implication dans plus d’un type de conduites déviantes. Plus précisément, il est postulé par ces chercheurs que la manifestation d’un type de conduites déviantes est un prédicteur de l’adoption d’un autre type de conduites déviantes. Ainsi, une proportion importante de jeunes commet des actes qui appartiennent à plus d’un type de conduites déviantes.
Facteurs associés aux conduites déviantes
Caractéristiques familiales. Plusieurs caractéristiques sont associées à l’adoption de conduites déviantes (Monahan, Steinberg, Cauffman, & Mulvey, 2009; Morizot & Kazemian, 2015). Ces caractéristiques sont généralement liées à l’individu, à la famille, aux pairs, à l’école et à la communauté (Day & Wanklyn, 2012; Tanner-Smith, Wilson, & Lipsey, 2013). L’influence de la famille sur l’engagement dans des conduites déviantes n’est actuellement plus à démontrer, constituant une cible directe de prévention et d’intervention (Derzon, 2010; Pardini, Waller, & Hawes, 2015; de Vries, Hoeve, Assink, Stams, & Asscher, 2015).
Des auteurs ont tenté de distinguer les caractéristiques familiales des jeunes selon le type de conduites déviantes commises. À notre connaissance, cette association n’a pas été étudiée spécifiquement chez des jeunes suivis en vertu de la LPJ pour TC sérieux ou chez des jeunes en besoin de supervision. Les études recensées portent donc sur des jeunes de la population générale. Ces dernières mettent en évidence que certaines caractéristiques familiales sont davantage associées à l’adoption de conduites déviantes violentes qu’à l’adoption de conduites déviantes non violentes, notamment les conflits familiaux, la faible supervision parentale, un mauvais fonctionnement familial et la présence de maltraitance (Latimer, Kleinknecht, Hung, & Gabord, 2003; Stouthamer-Loeber, Loeber, Homish, & Wei, 2001). Plus précisément, Latimer et collaborateurs (2003) ont identifié certaines caractéristiques familiales qui permettent de prédire l’adoption de conduites déviantes violentes ou non violentes dans un échantillon de plus de 4000 jeunes canadiens provenant de la population générale. Leurs résultats révèlent que les pratiques parentales négatives (taux plus faibles de soutien familial et de supervision parentale, jeune témoin d’actes de violence à la maison, menace ou utilisation de violence par les parents) prédisent la participation à des conduites déviantes violentes au cours de la dernière année, mais pas à des conduites déviantes non violentes.
Stouthamer-Loeber et collaborateurs (2001) se sont intéressés à la relation entre la présence de maltraitance et les conduites déviantes commises au cours de l’adolescence par 506 garçons provenant d’écoles publiques en considérant la concomitance des conduites déviantes violentes et non violentes. Leurs résultats révèlent que les jeunes dont la famille a été référée au moins une fois
à la LPJ (n = 52) sont plus susceptibles de rapporter des actes violents, avec ou sans acte non violent, que les jeunes qui n’ont jamais été référés à la LPJ. Les taux de participation à des conduites déviantes non violentes ne diffèrent pas significativement selon la présence ou non de maltraitance.
Caractéristiques individuelles. Il est également reconnu que certaines caractéristiques du jeune sont fortement associées aux types de conduites déviantes commises. Ainsi, bien que l’objectif principal du présent article soit d’étudier les caractéristiques familiales des jeunes qui adoptent des conduites déviantes violentes et non violentes, certaines caractéristiques individuelles ont tout de même été explorées, soit le sexe, l’âge, les problèmes intériorisés et la toxicomanie.
D’abord, comparativement aux filles, les garçons sont plus nombreux à commettre des actes violents (Latimer et al., 2003; Kennedy, Burnett, & Edmonds, 2011). Les adolescents plus âgés sont également plus susceptibles de commettre des actes de violence que les plus jeunes (Latimer et al., 2003; Plattner et al., 2012).
Ferguson, San Miguel et Hartley (2009) rapportent que la dépression prédit l’adoption de conduites déviantes non violentes au cours de la dernière année, mais pas l’adoption de conduites déviantes violentes chez 603 jeunes hispaniques de 10 à 14 ans provenant de la population générale. Lynam, Piquero et Moffitt (2004) se sont intéressés à la délinquance autorapportée de près de 500 jeunes adultes provenant de la population générale en considérant la concomitance des conduites déviantes violentes et non violentes. Les jeunes identifiaient les actes déviants qu’ils avaient commis au cours de la dernière année et étaient ensuite classés dans un des groupes suivants : aucune conduite déviante, conduites déviantes violentes seulement, conduites déviantes non violentes seulement ou conduites déviantes violentes et non violentes. Les résultats révèlent qu’à 18 ans, les jeunes qui commettent des actes violents, appartenant au groupe « conduites violentes et non violentes » et au groupe « conduites violentes », ont des taux plus élevés d’émotions négatives telles que l’anxiété, l’agressivité et le stress. À l’âge de 21 ans, ce sont seulement les jeunes qui adoptent des conduites déviantes violentes et non violentes qui ont des taux plus élevés d’émotions négatives que les autres. Ces résultats ne sont pas retrouvés par Colins et collaborateurs (2009) dans une étude ayant considéré la concomitance des conduites déviantes violentes et non violentes chez 245 jeunes placés à la suite d’un délit. Dans cette étude, les jeunes qui se limitent à des délits non violents au cours de l’adolescence ont plus de diagnostics de dépression que les jeunes qui adoptent des conduites déviantes violentes et non violentes. Les taux de dépression des jeunes qui se limitent à des délits violents se retrouvent entre ceux des deux autres groupes, quoique les différences soient non significatives. Il est important de noter que dans l’étude de Lynam et collaborateurs (2004), les émotions négatives sont mesurées sur une échelle continue alors que dans l’étude de Colins et collaborateurs (2009), la dépression est une variable catégorielle. Cela peut donc expliquer la différence entre les résultats des deux études considérant que certains jeunes peuvent avoir des symptômes dépressifs sans répondre à tous les critères d’un trouble de dépression majeure.
Zhou et collaborateurs (2014) se sont intéressés à près de 300 jeunes placés en détention pour mineurs à la suite d’un délit. Leurs résultats révèlent que comparativement aux jeunes qui ont commis un délit non violent au cours de l’adolescence, ceux qui ont commis un délit violent sont plus susceptibles d’avoir un trouble lié à la toxicomanie, tel qu’évalué en psychiatrie. Avec une population similaire, Plattner et collaborateurs (2012) arrivent à des résultats différents. Dans cette étude, la présence de toxicomanie, telle qu’évaluée par le jeune, permet plutôt de prédire l’absence de délits violents au cours de l’adolescence. Il se peut toutefois que les jeunes aient tendance à minimiser leur consommation de substance, pouvant ainsi expliquer la différence entre les résultats des deux études. De plus, Plattner et collaborateurs (2012) ont prédit la présence ou l’absence de délits violents sérieux (meurtre, tentative de meurtre, agressions graves), écartant les délits violents moins graves des analyses. Dans une étude auprès d’une population similaire, mais ayant considéré la concomitance des délits non violents et des délits violents, Colins et collaborateurs (2009) observent que les jeunes qui commettent des délits violents au cours de l’adolescence sont moins susceptibles de consommer de la marijuana tel qu’établi à la suite d’une entrevue diagnostique que ceux qui commettent des délits non violents ou qui commettent des délits violents et non violents.
Objectifs
La présente étude vise à examiner les divers sous-groupes de jeunes déviants, particulièrement ceux qui adoptent des conduites déviantes violentes et non violentes, au sein d’un échantillon de jeunes ayant déjà entamé une trajectoire déviante, soit des jeunes suivis en vertu de la LPJ pour TC sérieux et d’identifier les caractéristiques familiales et individuelles associées à l’appartenance à chacun de ces sous-groupes. Sur la base des études antérieures, il est possible d’émettre l’hypothèse que comparativement aux jeunes des autres groupes, les jeunes qui adoptent des conduites déviantes violentes sont généralement des garçons plus âgés et proviennent de milieux familiaux marqués par de mauvaises relations familiales, une supervision parentale plus faible ainsi que la présence de maltraitance, particulièrement si leurs conduites sont commises en concomitance avec des conduites non violentes.
Méthodologie
Population suivie en vertu de la LPJ
Au Québec, les interventions de la LPJ se divisent en deux étapes principales, soit l’étape d’évaluation/orientation, qui consiste à évaluer la situation signalée et à orienter l’enfant et sa famille vers les services adéquats, et l’étape d’application des mesures, période au cours de laquelle des services et des interventions psychosociales sont effectués. Les jeunes québécois peuvent recevoir ces services lorsqu’ils présentent de sévères problèmes de comportement. Plus précisément, c’est près du tiers des adolescents (31.29%) pris en charge en vertu de la LPJ qui reçoivent des services pour TC sérieux (Association des centres jeunesse du Québec, 2016). Ces jeunes sont protégés en vertu de l’article 38f de la LPJ lorsqu’ils se comportent de manière à porter atteinte à leur intégrité physique ou psychologique ou à celle d’autrui et que leurs parents ne prennent pas les moyens nécessaires pour mettre fin à la situation ou que l’enfant de 14 ans et plus s’y oppose (Ministère de la Santé et des Services sociaux, 2010). Par exemple, des tendances suicidaires, de l’automutilation, de la consommation abusive de drogues, des conduites violentes ou d’agressivité de nature offensive ou défensive dirigées contre autrui ou contre eux-mêmes ou des fugues répétitives peuvent être des comportements signalés en vertu de cette loi (Gouvernement du Québec, 2006). Il est important de souligner que la présence de problèmes de comportement ne justifie pas à elle seule une prise en charge par la protection de la jeunesse, cette instance n’intervenant que lorsqu’il est question d’incapacité, de démission ou d’impuissance parentale à faire face aux comportements du jeune (Comité d’experts sur la révision de la Loi sur la protection de la jeunesse, 2004).
Participants
L’échantillon est composé de 178 jeunes de 10 à 15 ans et leurs parents recrutés par un intervenant dans trois centres jeunesse de la province de Québec. Tous les jeunes retenus résidaient dans leur milieu familial au moment de la collecte. Environ la moitié des jeunes sont des garçons (52.81%). L’âge moyen est de 14.27 ans au moment de la collecte de données (ET = 1.11). Plus précisément, la majorité des jeunes a 14 (34.27%) ou 15 ans (36.52%) au moment de la collecte, alors qu’une faible proportion d’entre eux a moins de 13 ans (7.87%), 13 ans (11.24%) ou 16 ans (10.11%) à ce moment. Près de la moitié des jeunes vit avec un seul parent (46.89%), 33.90% vivent en famille recomposée et 19.21% vivent avec leurs deux parents biologiques.
Environ la moitié des familles est suivie uniquement pour les TC du jeune (43.30%), témoignant ainsi d’une incapacité des parents à composer avec les problèmes de comportement de leur jeune. L’autre moitié des familles est également suivie pour un autre motif (56.70%). Parmi les familles du dernier groupe, près de la moitié (47.75%) était suivie pour négligence, la majorité recevant des services en raison de réactions non appropriées dans le milieu familial aux comportements de l’enfant (42.35%), d’attitudes parentales non appropriées dans le milieu familial (28.24%) ou de défaut du milieu de prendre les moyens pour assurer la scolarisation (9.41%). Une faible proportion des jeunes était également suivie pour mauvais traitements psychologiques (15.17%) et pour abus physiques (4.49%). Aucun jeune n’était suivi en raison d’abandon ou d’abus sexuel. Au moment de la collecte, près du quart des jeunes (21.91%) avait déjà commis au moins une conduite déviante sanctionnée par les autorités en vertu de la LSJPA.
Procédure de collecte
La sollicitation des jeunes et des parents a été effectuée par l’intervenant à l’étape d’évaluation/orientation du signalement en vertu de la LPJ. Ce dernier informait les parents et le jeune de l’existence du projet et leur demandait une autorisation pour transmettre leurs coordonnées téléphoniques à l’équipe de recherche. Entre février 2009 et avril 2011, les familles recrutées ont été rencontrées à une reprise à leur domicile afin de compléter un questionnaire administré par un interviewer.
Des données provenant de l’entrepôt des banques de données informatisées des centres jeunesse ont également été utilisées. Cet entrepôt est un serveur informatique sur lequel les intervenants ajoutent des informations sur les familles et sur les services reçus en vertu de la LPJ et/ou de la LSJPA. Cette extraction de données a permis de documenter notamment la présence de maltraitance et de toxicomanie au moment de l’étape d’évaluation/orientation ainsi que la présence de conduites déviantes sanctionnées par les autorités en vertu de la LSJPA entre février 2007 et avril 2013.
Instruments de mesure et variables à l’étude
Conduites déviantes. Les conduites déviantes du jeune ont été évaluées à partir d’une échelle de délinquance autodéclarée (Latimer et al., 2003). L’instrument comprend 24 énoncés sur une échelle de type Likert visant à établir la fréquence de chaque conduite au cours des trois derniers mois (0 = jamais, 1 = une fois, 2 = deux fois, 3 = trois fois, 4 = quatre à sept fois, 5 = huit fois ou plus). Les conduites déviantes rapportées par le jeune ont donc été commises vers la fin de l’étape d’évaluation/orientation et au début de l’étape d’application des mesures considérant que la collecte de données s’est déroulée en moyenne près de dix jours après le début de l’étape d’application des mesures et que cet inventaire couvre une période de trois mois.
Cette échelle a permis d’obtenir trois scores de délinquance. D’abord, les jeunes qui avaient rapporté avoir commis à une, deux ou trois reprises une même conduite déviante se voyaient attribuer respectivement un score de 1, 2 ou 3 alors que ceux qui en avaient commis entre quatre à sept reprises obtenaient un score de 5.5 et ceux qui en rapportaient plus de huit, un score de 8. La fréquence de chaque item était ensuite additionnée pour obtenir un score de fréquence total. Latimer et ses collaborateurs (2003) ont également élaboré un score de gravité basé sur la durée moyenne de mise sous garde (en mois) associée à chaque infraction au Code criminel. Par exemple, le fait d’avoir commis une agression sexuelle au cours des trois derniers mois est associé à un score de gravité de 16 points considérant que la durée moyenne de mise sous garde pour les agressions sexuelles était de 16 mois au moment de la création de l’échelle. Un deuxième score de délinquance, la cote globale de délinquance, a donc été calculé en additionnant le score de chaque item, score obtenu en multipliant la fréquence et la gravité de chaque item. Un score de gravité moyenne a finalement été obtenu en isolant la gravité (score global divisé par la fréquence totale).
Les items se rapportant aux conduites imprudentes et aux conflits avec l’autorité (n = 7), aux conduites déviantes non violentes (n = 7) et aux conduites déviantes violentes (n = 8) ont été utilisés. Deux items n’ont pas été exploités puisqu’ils ne correspondaient pas à des conduites déviantes (être interrogé par la police ou être interrogé par une personne en autorité au sujet de quelque chose que la personne pensait que le jeune avait fait). Les conduites déviantes imprudentes et les conduites liées aux conflits avec l’autorité comptent sept items, soit des actes de désobéissance, de défiance envers l’autorité, de fugue, de consommation de drogue et liés à des jeux de hasard. Les conduites déviantes non violentes comptent sept items, soit des actes de déviance contre les biens ainsi que le trafic de drogue. Les conduites déviantes avec violence comptent huit items, soit des actes de violence physique, des actes de violence sexuelle et des actes associés à de la violence physique possible (p. ex. le port d’armes).
L’examen de la distribution a révélé qu’au cours des trois derniers mois, la majorité des jeunes avait indiqué n’avoir commis aucune (49.44%) ou une seule conduite déviante violente (19.66%) et que près de la moitié d’entre eux n’avait rapporté aucune (28.09%) ou une seule conduite déviante non violente (15.73%). Ainsi, plutôt que d’utiliser les données dans leur forme ordinale, ces dernières ont été traitées en tant que variable dichotomique (présence ou absence du comportement). Les trois scores de délinquance ont tout de même été utilisés pour comparer les jeunes des différents sous-groupes déviants.
Conflits familiaux. Les jeunes et les parents ont répondu à 20 items provenant du Conflict Behavior Questionnaire (Prinz, Foster, Kent, & O’Leary, 1979). En pensant à ce qui s’était passé au cours des deux dernières semaines, ils devaient évaluer chaque énoncé à partir d’une échelle de type Likert en 5 points allant de « jamais » à « toujours ». La moyenne des scores de chaque énoncé est calculée afin d’obtenir un score total allant de 1 à 5. Plus le score est élevé, plus les conflits sont importants. La version longue de ce questionnaire présente une bonne fidélité test-retest ainsi qu’une cohérence interne de .90 (Robin & Foster, 1989). Dans la présente étude, la valeur de l’alpha de Cronbach est de .93 pour la version du jeune et .95 pour la version du parent.
Supervision parentale. La supervision parentale a été évaluée par le Parental Monitoring Scale (Silverberg & Small, 1991). Cette échelle a été validée par Li et collaborateurs (2000) et présente une cohérence interne satisfaisante avec des coefficients alpha de Cronbach variant de .70 à .77. Les jeunes et les parents ont répondu à six items sur une échelle de type Likert en cinq points. La moyenne des scores de chaque item est calculée afin d’obtenir un score total allant de 1 à 5. Plus le score est élevé, plus la supervision parentale actuelle est importante. La valeur de l’alpha de Cronbach est de .71 pour la version du jeune et .81 pour la version du parent dans la présente étude.
Relations parents-enfants. La qualité des relations parents-enfants a été mesurée par deux des cinq instruments qui composent le Clinical Assessment Package (Hudson, 1982), soit le Child’s Attitudes toward the Mother et le Child’s Attitudes toward the Father (Giuli & Hudson, 1977). Ces deux instruments présentent de bons indices de cohérence interne (alpha de Cronbach > .90) et de validité de construit (Giuli & Hudson, 1978). Les jeunes ont répondu aux 25 items de chaque instrument à l’aide d’une échelle de type Likert en cinq points. Le score global de l’échelle varie entre 0 et 125; plus il est élevé, plus les problèmes relationnels actuels sont importants. Pour le présent échantillon, la valeur de l’alpha de Cronbach est de .96 pour la relation avec la mère et de .97 pour la relation avec le père.
Fonctionnement familial. Le fonctionnement familial a été mesuré à l’aide d’une mesure abrégée de 12 items, l’échelle de fonctionnement général du Family Assessment Device (Epstein, Baldwin, & Bishop, 1983). Elle a été remplie par les parents afin de mesurer le niveau global de santé/pathologie de la famille. Une échelle de type Likert en quatre points a permis aux parents de répondre aux différentes affirmations. La moyenne des scores de chaque item est calculée afin d’obtenir un score total allant de 1 à 4. Plus le score est élevé, plus le fonctionnement familial actuel est problématique (Miller, Epstein, Bishop, & Keitner, 1985). La cohérence interne de cette échelle est bonne, étant de .92 (Epstein, Baldwin, & Bishop, 1983). Dans la présente étude, la valeur de l’alpha de Cronbach est de .88.
Problèmes intériorisés. Afin de documenter les problèmes intériorisés des jeunes, la dimension problèmes de comportement intériorisés de la version française du Child Behavior Checklist / 4-18 (CBCL, Achenbach, 1991), complétée par le parent, a été utilisée. Le score correspond à la somme des scores attribués aux sous-échelles d’anxiété/dépression, de retrait et de somatisation. Il est ensuite transformé en score T, dont la moyenne pour l’ensemble de la population est de 50 avec un écart-type de 10, selon le sexe et l’âge du jeune. Un score élevé indique la présence de difficultés. En pensant à la situation actuelle de son enfant ainsi qu’à celle des six derniers mois, le parent doit évaluer si l’item s’avère « faux », « plus ou moins vrai » ou « toujours vrai ou souvent vrai ». L’échelle des problèmes intériorisés présente une excellente fidélité test-retest de .91 et obtient un coefficient de cohérence interne élevé, étant de .90 (Achenbach & Rescorla, 2001).
Maltraitance et toxicomanie. L’intervenant responsable de l’étape d’évaluation/orientation doit déterminer sous quels motifs il se base pour énoncer que le développement et la sécurité de l’enfant sont compromis. Une extraction de données dans la banque de données informatisées des centres jeunesse a donc été effectuée afin de documenter la présence ou l’absence de maltraitance et de toxicomanie. Ainsi, si l’intervenant statuait que la situation de compromission était liée à de l’abandon, à de la négligence, à des mauvais traitements psychologiques ou à de l’abus physique ou sexuel, la présence de maltraitance était établie. La présence de toxicomanie était déterminée lorsque l’intervenant précisait que les troubles de comportement sérieux du jeune provenaient, entre autres, d’une problématique liée à la drogue. En plus de l’évaluation de l’intervenante, deux autres items de la collecte de données concernaient la consommation de drogue. Il s’agit d’un item de l’échelle de délinquance autodéclarée (Latimer et al., 2003) rempli par le jeune ainsi qu’un item de la version française du Child Behavior Checklist / 4-18 (CBCL, Achenbach, 1991), complété par le parent. De fortes corrélations (Cohen, 1988) sont observées entre chaque source de données (toutes les corrélations ≤ .58).
Conduites déviantes. Les conduites déviantes sanctionnées par les autorités en vertu de la LSJPA sont documentées dans la banque de données informatisées des centres jeunesses. L’extraction de données a permis de statuer sur la présence/absence d’une telle conduite entre février 2007 et avril 2013.
Caractéristiques sociodémographiques. Des données concernant l’âge au moment de la collecte de données et le sexe des jeunes ont été obtenues à partir des données extraites du système clientèle jeunesse (banque de données informatisées des centres jeunesse) et de questions insérées dans les questionnaires administrés aux jeunes et aux parents.
Stratégies d’analyses
Chaque jeune est assigné à un des quatre groupes de conduites déviantes suivantes selon la présence ou l’absence de chaque type de conduite: 1) « conflits avec l’autorité » (avoir eu des conflits avec l’autorité ou des conduites imprudentes et ne pas avoir commis d’acte de déviance avec ou sans violence); 2) « conduites non violentes » (avoir commis au moins un acte de déviance sans violence, sans avoir commis d’acte de déviance avec violence); 3) « conduites violentes » (avoir commis au moins un acte de déviance avec violence, sans avoir commis d’acte de déviance sans violence); 4) « conduites violentes et non violentes » (avoir commis au moins un acte de déviance avec violence et au moins un acte de déviance sans violence ).
Des analyses de comparaison (tests du chi-carré) et des analyses de variance univariée (ANOVA) ont d’abord été effectuées afin de comparer les jeunes des quatre groupes sur le plan des trois scores de délinquance et de l’adoption d’une conduite déviante sanctionnée par les autorités en vertu de la LSJPA avant la complétion de la collecte de données. Les tailles d’effet (V de Cramer et Éta Carré) ont été estimées selon les barèmes de Cohen (1988) où V > .10 et η² > .01 sont considérés comme un effet de petite taille, alors que V > .30 et η² > .09 sont considérés comme un effet de taille modérée et que V > .50 et η² > .25 sont considérés comme un effet de grande taille. Des analyses de comparaison (tests du chi-carré) et des analyses de variances univariées (ANOVA) ont ensuite été réalisées afin de comparer les quatre groupes de jeunes sur le plan des caractéristiques familiales, des caractéristiques individuelles et des caractéristiques sociodémographiques. Une analyse de régression logistique multinomiale de type pas à pas descendante a finalement été effectuée afin d’examiner simultanément chaque caractéristique qui permet de prédire l’appartenance à l’ensemble des groupes. La vérification des données a permis de s’assurer du respect des conditions d’utilisation de la régression logistique. Des analyses de corrélation ont préalablement été exécutées et ne révèlent pas de problèmes de multicolinéarité entre les prédicteurs. Une technique d’imputation multiple a été appliquée aux données manquantes à l’aide d’une approche par ensembles complets de données. Les variables du modèle ont servi de base pour l’imputation.
Résultats
Description des groupes de jeunes déviants
Le premier groupe, « conflits avec l’autorité », comprend 33 jeunes (18.54% de l’échantillon), majoritairement des filles (60.6%). Le deuxième groupe, « conduites non violentes », comprend 55 jeunes, soit 30.90% de l’échantillon. Ce sont majoritairement des filles (56.36%). Le troisième groupe, « conduites violentes », comprend 17 jeunes (9.55% de l’échantillon), majoritairement des garçons (70.6%). Le quatrième groupe, « conduites violentes et non violentes », comprend 73 jeunes, soit 41.01% de l’échantillon. Les jeunes de ce groupe sont majoritairement des garçons (61.6%).
Les analyses de comparaison (tests du chi-carré) et de variance univariée (ANOVA) révèlent des différences significatives entre les jeunes du groupe « conduites violentes et non violentes » ainsi que les jeunes des autres groupes sur le plan de la fréquence totale des conduites liées aux conflits avec l’autorité (F(3, N = 178) = 14.42, p = .000, η² = .20) avec un effet de taille modérée (voir Tableau 1). Des différences significatives sont également observées entre les jeunes de ce groupe et les jeunes du groupe « conduites non violentes » sur le plan de la fréquence totale des conduites non violentes (F(1, N = 128) = 26.97, p < .001, η² = .18) et du score global non violent (F(1, N = 128) = 20.94, p < .001, η² = .14), avec des effets de taille modérée. Les jeunes du groupe « conduites violentes et non violentes » et ceux du groupe « conduites violentes » se distinguent significativement sur le plan de la fréquence totale de conduites violentes (F(1, N = 90) = 4.34, p =
.040, η² = .05) et du score global (F(1, N = 90) = 4.40, p = .039, η² = .05) avec des effets de petites tailles. Aucune différence significative n’est notée sur le plan du score de gravité moyenne et sur le plan de l’adoption d’une conduite déviante sanctionnée par les autorités en vertu de la LSJPA entre les jeunes des quatre groupes. Ainsi, globalement, les analyses révèlent que comparativement aux autres jeunes, les jeunes ayant commis à la fois des conduites violentes et non violentes adoptent généralement un plus grand nombre de conduites liées aux conflits avec l’autorité, de conduites non violentes et de conduites violentes et sont plus susceptibles d’obtenir un score global de délinquance non violente et un score global de délinquance violente plus élevés.
Caractéristiques associées aux sous-groupes de jeunes déviants
Les résultats des analyses de comparaison entre les jeunes des quatre groupes sur le plan des caractéristiques familiales (conflits familiaux, supervision parentale, problèmes relationnels avec la mère ou avec le père, fonctionnement familial, présence de maltraitance), des caractéristiques individuelles (problèmes intériorisés, toxicomanie) et des caractéristiques sociodémographiques (sexe et âge au moment de la collecte de données) sont présentés au Tableau 2, mais ne sont pas rapportés ici pour éviter la répétition, les résultats principaux étant retrouvés dans l’analyse subséquente. Une analyse de régression logistique multinomiale de type pas à pas descendante a été effectuée afin d’identifier les caractéristiques familiales et individuelles qui permettent de prédire l’appartenance à un groupe de déviance tout en contrôlant pour deux caractéristiques sociodémographiques. Le groupe « conduites violentes et non violentes » est désigné comme groupe de référence puisqu’il constitue le groupe d’intérêt dans la présente étude.
Le modèle final est significatif (X²(9, N = 178) = 38.01, p < .001) avec un Pseudo R² de Nagelkerke de .21. Trois variables permettent significativement de prédire l’appartenance aux différents groupes : la toxicomanie, le sexe et le taux de supervision parentale (selon le jeune). Les autres caractéristiques sont non-significatives. Les résultats sont présentés au Tableau 3. Au sein du modèle, la toxicomanie, le sexe et le taux de supervision parentale (selon le jeune) permettent de prédire l’appartenance au groupe « conflits avec l’autorité », ces jeunes ayant généralement moins de problèmes reliés à la toxicomanie, étant davantage de sexe féminin et ayant plus de supervision parentale que les jeunes du groupe « conduites violentes et non violentes ». Les trois variables permettent également de prédire l’appartenance au groupe « conduites non violentes ». Plus précisément, les jeunes qui éprouvent des problèmes de toxicomanie et qui sont de sexe masculin sont plus à risque d’être dans le groupe « conduites violentes et non violentes » plutôt que dans le groupe « conduites non violentes ». Les jeunes qui rapportent moins de supervision parentale (p =
.054) ont aussi plus tendance à appartenir au groupe « conduites violentes et non violentes » par rapport au groupe « conduites non violentes ». Enfin, la toxicomanie est la seule variable du modèle qui permet de prédire l’appartenance au groupe « conduites violentes ». Plus précisément, les jeunes qui éprouvent des problèmes de toxicomanie sont 3.60 fois plus susceptibles d’appartenir au groupe « conduites déviantes violentes et non violentes » plutôt qu’au groupe « conduites violentes ».
La qualité de l’ajustement (goodness-of-fit) permet de conclure à une bonne discrimination entre les groupes sur la base des trois variables retenues, rejetant l’hypothèse d’une différence significative entre les valeurs observées et les valeurs prédites (X²(522, N = 178) = 539.64, p = .288) selon le critère de Pearson. Globalement, le modèle permet de classifier correctement 48.30% des jeunes. Afin de déterminer la précision de cette classification, des auteurs proposent de calculer le pourcentage d’individus correctement classifié par la chance et d’y ajouter 25% (Bayaga, 2010; Hosmer & Lemeshow, 1989; Petrucci, 2009). Pour ce faire, le pourcentage d’individus présents dans chaque groupe doit être mis au carrée et additionné pour ensuite y ajouter 25%. Le modèle répond donc à ce critère d’efficacité (48.30% > 38.38%).
Des analyses secondaires ont été effectuées dans le but de procéder à certaines vérifications. D’abord, afin de vérifier si la présence de toxicomanie permet de prédire l’appartenance aux différents groupes de conduites si la source de donnée diffère (évaluation du jeune ou évaluation du parent), l’analyse de régression logistique multinomiale de type pas à pas descendante a été reproduite en utilisant ces deux variables séparément. Les résultats révèlent que la présence de toxicomanie selon le jeune et selon le parent permet significativement de prédire l’appartenance aux différents sous-groupes de conduites (tous les p < .01).
Ensuite, quelques jeunes de l’échantillon, appartenant tous au groupe « conduites violentes », ont rapporté avoir commis au moins un délit lié à la délinquance sexuelle (n = 3; 21.43% du groupe). Dans la littérature, les chercheurs s’entendent généralement sur le fait que la délinquance sexuelle juvénile est un phénomène complexe qui concerne des individus qui diffèrent des autres délinquants (Andrade, Vincent, & Saleh, 2006; van Wijk, van Horn, Bullens, Bijleveld, & Doreleijers, 2005; Wanklyn, Ward, Cormier, Day, & Newman, 2012). Afin de s’assurer que les caractéristiques de ces quelques jeunes n’aient pas ajouté de la variabilité au sein du groupe, nuisant ainsi à l’identification de différences significatives, l’analyse de régression logistique multinomiale de type pas à pas descendante a été effectuée à nouveau en excluant ces trois jeunes. Les résultats ne diffèrent pas selon la présence ou l’absence des données de ces trois jeunes dans l’analyse.
Discussion
La présente étude avait comme objectif d’examiner les divers sous-groupes de jeunes déviants en milieu d’adolescence chez des jeunes suivis en vertu de la LPJ pour TC sérieux et d’identifier les caractéristiques familiales et individuelles associées à l’appartenance à chacun de ces sous-groupes, en portant une attention particulière aux jeunes ayant commis des conduites déviantes violentes et non violentes. Près de la moitié des jeunes de l’échantillon (41%) font partie de ce sous-groupe. Tel qu’attendu, ces jeunes semblent plus préoccupants que ceux qui se limitent à un seul type de conduites en raison de la fréquence élevée de leurs actes déviants violents et non violents, de leurs scores globaux de déviance violente et non violente plus élevés et de leur propension à avoir plus de problèmes liés à la toxicomanie.
La toxicomanie est d’ailleurs la caractéristique qui permet le mieux de prédire l’appartenance au groupe « conduites violentes et non violentes ». Les analyses secondaires effectuées avec différentes sources de données (toxicomanie selon le parent et selon le jeune) renforcent cette conclusion, considérant que les résultats précédents différaient selon la source de donnée utilisée. Ce résultat laisse sous-entendre que la toxicomanie joue un rôle important dans la commission de déviance violente et non violente au cours de l’adolescence. Des hypothèses peuvent être avancées pour expliquer ce résultat. D’abord, l’intoxication par une substance illicite est susceptible d’altérer certaines fonctions cognitives, pouvant ainsi entraver la capacité à gérer adéquatement un conflit, à inhiber certains comportements inadéquats et à prendre une décision réfléchie (Howard & Menkes, 2007; Moore & Stuart, 2005). Les jeunes en état de consommation peuvent donc être plus vulnérables à l’adoption de conduites déviantes, peu importe que l’opportunité de conduites déviantes soit de nature violente ou non violente. Il est également possible de croire que la commission de déviance résulte en partie de problèmes liés à la toxicomanie (abus, dépendance) ou de l’association à des pairs consommateurs et donc, que les activités illégales sont commises dans l’optique d’accéder à la substance consommée ou de répondre aux besoins de son réseau de consommation. En ce sens, les conduites déviantes pourraient être autant violentes que non violentes.
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Table des matières
Chapitre I : Introduction générale
Concept de déviance
Approche développementale de la déviance à l’adolescence
Famille et déviance à l’adolescence
Caractéristiques individuelles et déviance à l’adolescence
Encadrement socio-légal des jeunes adoptant des conduites déviantes
Objectifs de la thèse
Chapitre II : Facteurs associés à divers sous-groupes de jeunes déviants suivis en vertu de la protection de la jeunesse (Article 1)
Résumé
Introduction
Objectifs
Méthodologie
Résultats
Discussion
Conclusion
Références
Chapitre III : Trajectoires de délinquance et dynamiques familiales de jeunes Québécois suivis en vertu de la Loi de la protection de la jeunesse et de la Loi sur le système de justice pénale pour les adolescents (Article 2)
Résumé
Introduction
Objectifs
Méthodologie
Résultats
Discussion
Conclusion
Références
Chapitre IV : Conclusion générale
Principaux constats
Forces et limites de la thèse
Recommandations pour les recherches futures
Implications cliniques
Références
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